我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的時(shí)空特征與演變趨勢

黃靜靜，楊 強(qiáng)，祝宏輝

（1.石河子大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院；b.三農(nóng)政策研究中心，新疆 石河子 832000；2.開封大學(xué) 財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河南 開封 475000）

0 引言

改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的各項(xiàng)條件持續(xù)改善，糧食產(chǎn)量翻了一番。其中以2004—2015年增長最快。同期，農(nóng)民收入平均增速也較高。2016—2020年，糧食產(chǎn)量與農(nóng)民收入的增長速度都明顯放慢，糧食增產(chǎn)與農(nóng)民增收都略顯乏力。加之連續(xù)多年糧食產(chǎn)量、庫存、進(jìn)口量的“齊增”，與糧食生產(chǎn)所需要的土地、物資、人力等成本的“齊升”，使我國農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)入前所未有的“結(jié)構(gòu)性困境”。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革正是我國為應(yīng)對這一局面而開展的一項(xiàng)“深刻變革”[1]。

農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵在于解決農(nóng)產(chǎn)品成本過高的“短板問題”，通過縱向的專業(yè)分工和橫向的規(guī)模經(jīng)營“迂回”提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[2]。在這一過程中要激活“市場”的要素配置作用[3]，以居民食物消費(fèi)升級為導(dǎo)向，發(fā)揮農(nóng)業(yè)機(jī)械化、金融、財(cái)政在改革中的重要作用[4—7]。隨著改革的深入，各個(gè)地區(qū)之間的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的發(fā)展水平也存在差異[8]。因而，如何準(zhǔn)確衡量各地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平，找出區(qū)域之間的“不均衡因子”，就顯得尤為重要。

為此，本文以農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的量化分析為切入點(diǎn)，通過運(yùn)用熵值法、核密度估計(jì)法與Dagum 基尼系數(shù)分解法，對我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平及其演變特征、空間差異和來源進(jìn)行深入剖析，找出當(dāng)前區(qū)域發(fā)展中的“不均衡因子”，補(bǔ)齊“短板”，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革全面推進(jìn)。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵是市場改革和政府職能的轉(zhuǎn)變[9]，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的核心在于調(diào)整勞動力、土地、資本、創(chuàng)新等供給側(cè)要素的投入結(jié)構(gòu),提高要素使用效率[10—13]，因而本文嘗試從生產(chǎn)要素、人力資本、農(nóng)業(yè)科技、農(nóng)業(yè)制度、政策管理、改革成效六個(gè)準(zhǔn)則層構(gòu)建指標(biāo)體系（見下頁表1），下設(shè)44個(gè)指標(biāo)，選用2000—2020年27個(gè)省份①考慮到數(shù)據(jù)可得性和完整性，北京、天津、上海、重慶、香港、澳門、臺灣這7個(gè)省份不在本文研究范圍之內(nèi)。的面板數(shù)據(jù)展開分析。數(shù)據(jù)源自EPS數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編》等。

表1 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平測度指標(biāo)體系

由于數(shù)據(jù)的量綱不同，單純的歸一化處理會導(dǎo)致數(shù)據(jù)中出現(xiàn)0而無法計(jì)算結(jié)果的情況，因此本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行歸一化處理后，再對數(shù)據(jù)進(jìn)行非負(fù)平移0.00001，以使數(shù)據(jù)都大于0，進(jìn)而滿足算法要求。計(jì)算公式如下：

1.2 研究方法

1.2.1 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平測度

利用熵值法從客觀數(shù)據(jù)出發(fā)，準(zhǔn)確提取數(shù)據(jù)中的信息，計(jì)算多項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重，進(jìn)而得出農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平測度公式如下：

其中，Reformlevelpy為農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平，Reformlevelpy值越大，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平就越高。Weightpiy為指標(biāo)權(quán)重，Indexpiy為某一測度指標(biāo)，p表示省份，i表示指標(biāo)，y表示年份。

1.2.2 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的動態(tài)演變

考慮到參數(shù)模型的假定條件與現(xiàn)實(shí)出入較大，本文采用非參數(shù)估計(jì)方法中的核密度估計(jì)法（KDE）來測算農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的動態(tài)分布特征。設(shè)獨(dú)立同分布的n個(gè)觀測值分別為x1，x2，x3，…，xn,則：

其中，f(x)為密度函數(shù)，K(x)為高斯核函數(shù)，x為平均值，h是一個(gè)大于零的平滑參數(shù)。

1.2.3 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的空間差異與來源

本文采用Dagum 基尼系數(shù)及其分解法對我國區(qū)域間農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的空間差異情況進(jìn)行測算，通過運(yùn)用子群分解將區(qū)域之間的空間差異進(jìn)一步分解為區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異和超變密度，這樣能夠有效解決樣本數(shù)據(jù)之間的交叉重疊問題和區(qū)域之間的差異來源問題[14]，其計(jì)算公式如下：

其中，Gini為總體基尼系數(shù)，Gw為區(qū)域內(nèi)差異，Gnb為區(qū)域間差異，Gt為超變密度，μ為各地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的平均水平，n為省份個(gè)數(shù)，k為地區(qū)個(gè)數(shù)，yij為j地區(qū)第i個(gè)省份的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平，yhr為h地區(qū)第r個(gè)省份的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平，Djh為地區(qū)j、h之間的相對影響。

2 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的測度及其演變發(fā)展

2.1 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的測度

本文運(yùn)用熵值法計(jì)算各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重，計(jì)算得出我國不同區(qū)域農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平，將我國分為東部、中部、西部、東北四個(gè)地區(qū)①國家統(tǒng)計(jì)局將我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。，在計(jì)算全國和東部、中部、西部、東北四大地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平綜合指數(shù)的平均值的基礎(chǔ)上，為了進(jìn)一步考察農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對農(nóng)業(yè)區(qū)域的影響，增加糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)的對比，其分布曲線見圖1。

圖1 我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平綜合指數(shù)

由圖1 可見，2000—2020 年，我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平綜合指數(shù)呈現(xiàn)上升—下降—上升—下降—穩(wěn)定上升的發(fā)展態(tài)勢，在2015年以后出現(xiàn)了穩(wěn)定上升的態(tài)勢，年均增長率為3.49%。從農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平綜合指數(shù)來看，東部和中部地區(qū)高于全國平均水平，東北地區(qū)在觀測期內(nèi)出現(xiàn)了兩個(gè)階段，第一個(gè)階段是在2000—2015 年高于全國平均水平，第二個(gè)階段是2015 年后低于全國平均水平，西部地區(qū)一直處于最低水平。我國四大地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的發(fā)展態(tài)勢基本與全國保持一致，都表現(xiàn)為上升—下降—上升—下降—穩(wěn)定上升的發(fā)展態(tài)勢，東北地區(qū)在2010—2015 年波動相對較大。東部、中部、西部、東北地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平年均增長率依次是3.37%、3.20%、3.90%、3.28%。糧食主產(chǎn)區(qū)與非糧食主產(chǎn)區(qū)的年均增長率分別為3.64%與3.26%。

2.2 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的演變發(fā)展

2.2.1 全國整體改革水平的演變發(fā)展

本文采用核密度估計(jì)法對全國整體農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的演變特征進(jìn)行分析，結(jié)果見圖2。

圖2 我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的核密度分布

由圖2 可見，隨著時(shí)間推移，全國整體農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平綜合指數(shù)分布曲線存在右移趨勢，主峰高度逐漸降低，曲線寬度逐漸拓寬，左側(cè)邊界明顯收斂，右側(cè)邊界存在明顯拖尾。這表明近年來，我國農(nóng)業(yè)供給水平明顯提高，部分地區(qū)的供給水平增長速度明顯加快，不同地區(qū)之間的差距正在拉大，離散程度進(jìn)一步加強(qiáng)，具有向高水平發(fā)展的趨勢。

全國整體農(nóng)業(yè)供給水平分布曲線存在微弱的雙峰發(fā)展趨勢，從2020 年的曲線可以看出，左右兩側(cè)均出現(xiàn)側(cè)峰，峰值較低，在較高、較低兩個(gè)層次的供給水平上，呈現(xiàn)兩極或多極分化的態(tài)勢，這說明我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平具有一定的梯度效應(yīng)，較高供給水平的省份顯示出較強(qiáng)的發(fā)展動力，較低供給水平的省份發(fā)展則顯得動力不足，未來可能會出現(xiàn)微弱的兩極分化態(tài)勢。

2.2.2 四大地區(qū)改革水平的動態(tài)特征

采用核密度估計(jì)法對四大地區(qū)內(nèi)部的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的動態(tài)特征進(jìn)行分析，結(jié)果見圖3。

圖3 四大地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的核密度分布

四大地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平分布曲線中心以及變化區(qū)間均向右發(fā)生了移動，曲線寬度明顯變寬，這說明四大地區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平明顯提高，其絕對差異存在一定的擴(kuò)大趨勢，除東北地區(qū)外，其他三大地區(qū)內(nèi)部農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的離散程度明顯增強(qiáng)，尤其是中部、東部、東北地區(qū)發(fā)展較好，我國13個(gè)糧食主產(chǎn)區(qū)僅有2個(gè)在西部地區(qū)，再加上中東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較好，在農(nóng)業(yè)供給服務(wù)能力上具有較強(qiáng)的資源優(yōu)勢、區(qū)域優(yōu)勢和工業(yè)優(yōu)勢，其農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平發(fā)展是與經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展相一致的。

圖3（a）為東部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平核密度分布，東部地區(qū)的發(fā)展經(jīng)歷了峰值先下降后上升再下降的變化，其主峰寬度顯著拓寬，到2020 年，其分布曲線左側(cè)拖尾、右側(cè)收斂明顯，其中心區(qū)域集中到較高水平的區(qū)域上，峰值不高，這說明東部地區(qū)內(nèi)部各個(gè)省份的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平相對分散、集中度低，且不同省份之間的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平差距較大，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平高的省份相對來說比較集中，而供給水平較低省份的分布比較離散。

圖3（b）顯示了中部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平核密度分布，中部地區(qū)的發(fā)展經(jīng)歷了峰值先下降后上升再下降、中心區(qū)域右移、主峰寬度拓寬、側(cè)峰先消失后出現(xiàn)再消失，這說明中部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平不斷提高，不同省份之間的差異明顯，離散程度增加；2010 年、2015 年左右兩側(cè)均出現(xiàn)了雙峰發(fā)展，有多極化發(fā)展的態(tài)勢；2020年左右兩側(cè)曲線的延展性增加，中部地區(qū)各個(gè)省份之間的絕對差異明顯、離散程度增強(qiáng)，且中心曲線兩側(cè)相對對稱，說明較高供給水平的省份和較低供給水平的省份在數(shù)量上比較接近。

圖3（c）顯示了西部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平核密度分布，西部地區(qū)的發(fā)展經(jīng)歷了中心區(qū)域右移、峰值下降、主峰寬度拓寬，左右兩側(cè)拖尾明顯，從2000 年西部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平相對集中，到2005 年略微集中，再到2010 年向左右兩側(cè)延展，2015 年無明顯峰值，2020年接近完全離散程度，這說明西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平離散程度較高且絕對差異明顯，不同的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平持續(xù)存在。

圖3（d）顯示了東北地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平核密度分布，東北地區(qū)的特殊性在前文進(jìn)行了分析，再加上東北地區(qū)樣本容量較小，僅有3 個(gè)省份，該圖在一定程度上顯示出東北地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的發(fā)展趨勢，可以看出東北地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平進(jìn)一步提升，向高層次的供給水平發(fā)展。

3 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的空間差異及其來源

本文采用Dagum 基尼系數(shù)及分解法進(jìn)一步分析我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的空間差異大小及其來源情況，結(jié)果見圖4。

圖4 我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的Dagum基尼系數(shù)及貢獻(xiàn)率

3.1 總體空間差異

從基尼系數(shù)演變趨勢可見，我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的總體空間差異呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，上升階段是2000—2015 年，年均增幅為1.961%；下降階段是2015—2020年，年均降幅達(dá)到3.6%。

圖4（a）顯示了我國整體基尼系數(shù)的演變趨勢，主要表現(xiàn)為2000—2002 年持續(xù)上升，其基尼系數(shù)值由2000 年的0.1998 增至2002 年的0.2830，不均衡趨勢加劇，年均增幅達(dá)到19%；2003—2008 年出現(xiàn)了小幅上升并回落的趨勢，其基尼系數(shù)值由2003 年的0.2466 略微增加到2008 年的0.2473，不均衡趨勢趨緩，年均增幅僅為0.056%；2009—2020 年出現(xiàn)了先上升后下降的趨勢，其基尼系數(shù)值由2009 年的0.3051 降至2020 年的0.2429，年均降幅達(dá)到1.13%，尤其是2015 年后出現(xiàn)了平緩下降的趨勢，表明我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的差異正在逐步變小。

3.2 區(qū)域間差異

圖4（b）是我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的區(qū)域間差異，東-西地區(qū)間差異在波動中增長，在2002年、2009年出現(xiàn)了波動，在2009 年后其基尼系數(shù)值相對平穩(wěn)并略有下降，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，東-中地區(qū)間差異年均增幅為1.45%。東-西地區(qū)間差異也是在波動中增長，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，東-西地區(qū)間差異年均增幅為0.41%。東-東北地區(qū)間差異波動幅度較大，2000—2017年年均增幅為1.75%，與其他區(qū)域間差異不同的是東-東北地區(qū)間差異自2009 年以后出現(xiàn)了小幅增長后才開始下降，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，東-東北地區(qū)間差異年均增幅為0.87%。中-西地區(qū)間差異在波動中增長，在2009 年達(dá)到最大值0.3316后開始平穩(wěn)回落，2000—2009年年均增幅為3.87%，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，中-西地區(qū)間差異年均增幅為0.53%。中-東北地區(qū)間差異在波動中逐漸上升，在2017 年達(dá)到最大值0.23 后開始回落，2000—2017 年年均增幅為2.24%，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，中-東北地區(qū)間差異年均增幅為1.00%。西-東北地區(qū)間差異波動幅度較大，在2012年達(dá)到最大值，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，西-東北地區(qū)間差異年均增幅為1.50%。

我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的區(qū)域間差異從大到小依次為東-西＞中-西＞西-東北＞東-東北＞東-中＞中-東北，其數(shù)值分別是0.3367、0.2863、0.2461、0.2411、0.2301、0.1788。東-西地區(qū)間差異大于東-東北地區(qū)間差異大于東-中地區(qū)間差異，這一現(xiàn)象基本符合空間經(jīng)濟(jì)學(xué)特征。

3.3 區(qū)域內(nèi)差異

圖4（c）是我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的區(qū)域內(nèi)差異，東、中、西、東北四大地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平區(qū)域內(nèi)差異的演變趨勢如下：第一，四大地區(qū)都是“倒U”型的發(fā)展趨勢，基本上分為波動上升、波動下降兩個(gè)階段，在2003年、2008年出現(xiàn)了不同程度的下降，在2009年左右達(dá)到峰值，到2019 年都表現(xiàn)出下降趨勢；第二，除東北地區(qū)外，東、中、西三大地區(qū)內(nèi)部差異在波動中均出現(xiàn)增長趨勢；第三，從數(shù)值上看，東、中、西、東北四大地區(qū)均值分別為0.2538、0.1694、0.2910、0.0987，東部地區(qū)最大，這說明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給水平不均衡現(xiàn)象最為突出，其余依次是西部地區(qū)、中部地區(qū)、東北地區(qū)；第四，自農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)行以來，四大地區(qū)內(nèi)農(nóng)業(yè)供給水平的不均衡都得到了不同程度的緩解。

東部地區(qū)主要表現(xiàn)為在波動中增長，基尼系數(shù)值年均增長0.33%，增幅較小。中部地區(qū)主要表現(xiàn)為在波動中增長，先大幅增長后整體上相對平穩(wěn)，基尼系數(shù)值年均增長3.2%，高于東部地區(qū)的增長幅度。西部地區(qū)主要表現(xiàn)為波動幅度較大，基尼系數(shù)值年均增幅為2.57%，增幅處于東部地區(qū)與中部地區(qū)之間。東北地區(qū)主要表現(xiàn)為在波動中下降，先平穩(wěn)增長，后波動下降，基尼系數(shù)值年均降幅為0.1%，是唯一實(shí)現(xiàn)內(nèi)部差異縮小的地區(qū)。

3.4 差異分析

圖4（d）是我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平差異的貢獻(xiàn)率。區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)程度在波動中略微增長，2000 年的貢獻(xiàn)率為21.51%，隨后出現(xiàn)增長，到2007年區(qū)域內(nèi)差異貢獻(xiàn)率為27.24%，相比2000年其增幅為3.43%，然后開始下降后再次增長，到2015 年達(dá)到28.2%，隨后下降至2019年的25.84%，相比2015年其降幅為2.16%，從觀測期樣本數(shù)據(jù)來看，年均增長率為0.97%。區(qū)域間差異的貢獻(xiàn)程度先是從2000年的61.59%降至2007年的33.74%，年均降低8.24%，隨后在2008年增長至44.71%，較之于2007年其增長32.52%，2009—2015年持續(xù)下降至29.02%，再逐步增長至2019年的40.88%。超變密度的貢獻(xiàn)程度呈現(xiàn)波動上升態(tài)勢，其貢獻(xiàn)率由2000 年的16.90%增長至2007 年的39.02%，又于2008 年降至29.83%，2009—2019 年波動上升至33.27%，年均增長率為3.63%。

綜上，觀測期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的總體空間差異來源從大到小依次是：區(qū)域間差異＞超變密度＞區(qū)域內(nèi)差異，他們的平均貢獻(xiàn)率分別是40.36%、33.67%、25.97%。

4 結(jié)論

通過對農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的時(shí)空特征與演變趨勢進(jìn)行分析，本文得出以下結(jié)論：

（1）我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平具有一定的梯度效應(yīng)。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平較高的省份顯示出較強(qiáng)的發(fā)展動力，較低的省份發(fā)展則顯得動力不足，未來可能會出現(xiàn)微弱的兩極分化態(tài)勢。從空間區(qū)域上看，中部、東部地區(qū)要高于東北地區(qū)、西部地區(qū)；從功能區(qū)域上看，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平高于非糧食主產(chǎn)區(qū)的供給水平。從二者的交集來看，中東部地區(qū)的糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平要高于其他地區(qū)。

（2）農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平離散程度增強(qiáng)。全國范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的差距進(jìn)一步拉大，離散程度進(jìn)一步加強(qiáng)，向高水平發(fā)展的態(tài)勢明顯，其絕對差異存在明顯的擴(kuò)大趨勢，部分省份的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平存在明顯加快發(fā)展的現(xiàn)象。區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平明顯提高，其絕對差異存在一定的擴(kuò)大趨勢，除東北地區(qū)外，其他三大地區(qū)內(nèi)部農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的離散程度明顯增強(qiáng)。

（3）東部地區(qū)內(nèi)部各個(gè)省份的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平相對分散、集中度低、差距較大。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平高的省份相對來說比較集中，而供給水平較低的省份的分布相對比較離散。中部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平不斷提高，不同省份之間的差異明顯，離散程度增加，有多極化的發(fā)展態(tài)勢。西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平離散程度較高且絕對差異明顯。東北地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平向高層次發(fā)展的態(tài)勢明顯。

（4）農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革緩解了區(qū)域發(fā)展不均衡現(xiàn)象。我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平的區(qū)域內(nèi)差異由大到小依次是東部＞西部＞中部＞東北地區(qū)。區(qū)域間差異由大到小依次為東-西＞中-西＞西-東北＞東-東北＞東-中＞中-東北。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革水平總體空間差異來源從大到小依次是區(qū)域間差異＞超變密度＞區(qū)域內(nèi)差異。隨著農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的持續(xù)推進(jìn)，我國農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的區(qū)域發(fā)展不均衡現(xiàn)象整體得到了有效緩解。